임금근로자의 고용형태별 건강 차이 및 영향요인 분석: 직무만족도의 매개효과를 중심으로

Analysis of Differences in the Self-Rated Health of Wage Workers by Employment Type: Focusing on the Mediating Effect of Job Satisfaction

Abstract

Two major economic crises in Korea worsened both job security and quality in the labor market. Thus it has become increasingly important to understand the impact of types of employment and the individual’s job experiences on the self-rated health, rather than simply considering whether he or she is hired. This is a causality study between types of employment and self-rated health (i.e. differences in self-rated health depending on the type of employment), using the nine job satisfaction levels surveyed by the Korean Labor Panel as a parameter. We found that for short-term employment, the self-rated health of daily-employed workers are worse than that of permanent workers, while for long-term employment, the discrepancy is significant only for men. As a mediated effect, several job satisfaction levels reduce discrepancies in self-rated health caused by differences in types of employment; job security, job description, and opportunities for self-development show particularly strong mediated effect in descending order, regardless of gender or employment patterns. By analyzing how differences in types of employment impact self-rated health through various parameters discussed above, this study suggests that policies should be carefully calibrated depending on the employment types, notwithstanding the fact that the short-term workers are often classified together as “contract workers.” This study also examines the gap in self-rated health between permanent and contract workers, and identifies the possibility of reducing such gap through improving job satisfaction.

keyword
Self-Rated HealthMediating EffectJob SatisfactionEmployment Type

초록

한국의 노동시장은 두 차례에 걸친 경제위기로 인하여 고용불안 심화 및 일자리의 질적인 하락을 경험하였다. 이로 인해 근로자는 단순한 고용 여부를 넘어서 개인이 어떠한 고용형태를 가지며 어떤 일자리를 경험하는지가 주요 요소로 떠오르게 되었다. 이에 본 연구에서는 개인이 경험하는 고용형태에 따라 근로자의 주관적 건강의 결과가 어떻게 달라지는지를 한국노동패널에서 조사하는 9가지 요인별 직무만족도 변수를 매개변수로 하여 살펴봄으로써 이들 간 인과적 구조를 분석해 보고자 하였다. 연구결과 주관적 건강은 일용직의 경우 남/녀 모두 정규직에 비해 좋지 못하였으며, 장기계약직의 경우 남성에게서만 정규직과의 유의한 건강차이를 나타냈다. 매개효과의 경우, 여러 직무만족도가 고용형태에 따른 주관적 건강차이를 줄여주었으나 취업의 안정성, 일의 내용, 개인의 발전 가능성 순으로 성별/고용형태와 무관하게 큰 매개효과를 나타냈다. 장/단기 계약직, 일용직이 서로 다른 매개변수를 통해 주관적 건강에 영향을 미치는 연구결과를 통해 비록 포괄적인 의미에서 이들이 계약직이라는 하나의 그룹으로 분류되기는 하지만, 그들 간 특성이 점차 다원화되고 있는 만큼 정책을 수립함에 있어 기간과 고용특성에 따른 차별화 된 정책이 고려되어야 함을 시사한다. 본 연구는 정규직과 및 계약직 간 주관적 건강차이를 확인하고 이러한 차이를 직무만족도를 통해 일부 해소할 수 있다는 가능성을 확인하였다는데 의의가 있다.

주요 용어
고용형태직무만족도고정효과모형건강불평등매개효과

Ⅰ. 서론

1997년 IMF를 겪은 이후 우리나라 노동시장에서 나타난 주요 현상 중 하나는 일자리의 질적인 하락이다. 정규직의 구조조정과 비정규직의 확대로 노동시장에서 고용불안은 점차 심화되었으며 일자리가 존재한다고 해도 장시간 근로, 저임금, 노동 강도의 강화 등으로 인해 임금근로자들의 근로조건이 전반적으로 악화되는 경향을 보였다(곽현주, 2018; 김유선, 2015; 이병훈 외, 2016). 이후 노동시장은 2008년 금융위기 등을 겪으며 안정되지 못한 채 근로조건의 악화가 지속되었다. 이러한 현상은 성별에 따라서도 큰 차이를 보였는데 가부장적 제도 하에 남성이 가정을 책임져야 한다는 고정관념과 노동시장 내 성별 분절 구조 등으로 인하여 여성이 남성에 비하여 노동시장 내에서 주변화되거나 불안정한 지위를 갖는 등 근로조건이 좋지 못하였다(김진영 외, 2012; Menendez, Benach, Muntaner, Amable, & O’Campo, 2007).

이처럼 지속되는 근로조건의 악화로 인해 일과 생활에 불균형을 경험하는 임금근로자가 증가하게 되었으며 개인의 노동과 생활 간의 균형을 나타내는 단어인 ‘워라밸(Work and Life Balance)’이라는 신조어까지 등장하게 되었다. 또한 현대 사회에서의 노동은 단순히 노동여부 뿐만 아니라 어떤 일자리에서 개인이 근로를 경험하게 되는지가 중요한 요인이 되었다. 근로자의 건강은 개인이 어떠한 고용형태를 가지는지에 따라 달라질 수 있기 때문에 단순한 고용 여부보다는 ‘괜찮은 일자리(decent work)’를 통해 노동을 경험하고 있는지를 확인하는 것이 필요하다(유정원 외, 2016). ILO(International Labour Organization)는 ‘자유롭고, 안전하고, 평등하고, 인간의 존엄성이 존중되는 환경 속에서 일답고 생산적인 일’을 보장하는 것이 고용의 질(quality of employment)을 높이는데 가장 중요하다는 사실을 강조하였다(ILO, 1999). 따라서 본 연구는 임금근로자의 고용 여부를 넘어서서 괜찮은 일자리(decent work), 즉 개인이 경험하는 고용형태에 따라 건강 결과가 달라지는지를 확인해보고자 한다.

일자리는 생활을 위한 경제적 보상 체계이자 한 개인의 사회적 위치를 나타내는 도구로서 중요한 의의를 가지며(방하남 외, 2006), 근로자의 근로환경 및 근로조건은 개인의 신체적, 정신적 건강과도 밀접한 관계를 가진다(정혜주 외, 2011). 근로자가 경험하는 근로의 질이 그들의 건강에 중요한 이유는 근로자들의 노동이 일상생활과 밀접한 관계를 맺고 있으며 근로기간이 삶의 중요한 부분을 차지하기 때문이다(유정원 외, 2016). 열악한 근로조건이나 불안정한 일자리는 경제적 제약을 가져올 뿐만 아니라 사회적 박탈까지도 경험할 가능성을 높이기 때문에 결과적으로 근로자와 그 가정에 불안정을 초래할 수 있으며(조성혜, 2005), 고용의 질이 낮은 일자리를 경험하는 근로자들은 직무만족도가 낮아져 직무에 대한 불만과 불안감이 증폭될 가능성이 높다. 또한 삶에 대한 낮은 만족도, 대인관계 갈등, 사회적 위축, 자살률 증가 등의 부정적인 결과를 초래할 수 있으며(Haslam et al., 2005; Rogers et al., 1997) 직무 수행능력 저하, 이직률 증가, 조직관계 악화 등을 겪으며 결과적으로 기업의 생산성 감소를 가져올 수 있다는 연구결과들도 제시되었다(권창심 외, 2008; Dawson et al., 2017; Haslam et al., 2005). 이처럼 근로의 질이 낮을 경우 근로자 뿐만 아니라 사회에 미치는 영향도 크기 때문에 근로자의 근로환경이나 근로조건과 같은 고용형태를 면밀히 파악하고 고용형태가 근로자 개인에게 미치는 영향 및 해당 영향이 어떠한 경로를 통해 나타나는지 파악하는 것은 매우 중요하다. 또한 이러한 매커니즘에 근거하여 근로자 삶의 개선 및 고용형태별 격차 해소에 대한 사회적 대응 방안을 마련할 필요성이 제기된다.

한편, 근로자의 직무만족도는 개인의 직무, 직무수행으로부터 얻게 되는 긍정적이고 즐거운 감정상태(Locke, 1976)로 정의내릴 수 있는데 한국과 같이 노동시장 내 비정규직의 비중이 높고, 정규직과 비정규직 간 근로조건의 격차가 큰 사회의 경우 상대적 박탈감으로 인해 근로자의 직무만족도가 저하될 가능성이 크다(문영만, 2013). 직무만족도는 근로자 개인의 삶의 질과 밀접한 관계가 있고 최종적으로 그들의 업무성과나 동기부여로 이어져 기업의 생산성 및 기업의 효율적 생산인력 운영에 영향을 미칠 수 있다는 점에서(김경식, 2011; 문영만, 2013; 곽현주, 2018) 고용형태 만큼이나 사회적 차원에서도 중요하다고 볼 수 있다.

최근 이루어진 선행연구들을 살펴보면, 근로자들의 고용형태에 따른 개인의 건강 차이나 직무만족도의 차이를 다룬 연구들이 다수 진행되었다. 그러나 성별에 따라 고용형태별 건강 차이가 존재하는지, 고용형태가 어떠한 경로를 통해 근로자의 건강에 영향을 미치고, 고용형태에 따른 건강차이를 완화시키는데 어떠한 요인들이 영향을 줄 수 있는지에 대하여 매개적 요인을 고려하여 분석한 연구는 제한적이었다.

이에 본 연구는 임금근로자의 고용형태가 근로자의 주관적 건강에 미치는 영향을 기본으로 분석하되, 개인의 건강에 영향을 미칠 수 있는 다양하고 복합적인 여러 가지 요소들 중 개인이 많은 시간을 할애하고 있는 직장 내 요인들로 건강 영향 요인을 제한함으로써, 직무만족도의 매개효과에 집중하여 연구를 진행하고자 한다. 직무만족도 변수는 한국노동패널에서 조사하는 9가지 요인별 직무만족도 변수(임금 또는 보수, 취업의 안정성, 하고있는 일의 내용, 근무환경, 근로시간, 개인의 발전 가능성, 의사소통 및 인간관계, 인사고과의 공정성, 복지후생제도)를 모두 포함하여 각각의 매개변수 효과를 중심으로 주관적 건강이 어떻게 달라지는지를 살펴보고자 하며, 고용형태가 근로자의 주관적 건강에 미치는 인과적 구조를 이해함에 있어 성별요소를 포함하여 분석을 진행하고자 한다.

본 연구의 결과를 통해 고용형태에 따른 개인의 건강을 살펴봄으로써 고용형태별 건강 차이를 줄일 수 있는 방안 마련의 근거를 제공할 뿐만 아니라 고용형태에 따른 보건 정책의 개입 가능성도 복합적으로 살펴보고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경 및 선행연구

1. 한국 노동시장의 특징

우리나라 노동시장은 1997년과 2008년 두 차례에 걸친 경제위기를 겪으면서 급속한 변화를 경험하였다. 가장 먼저 신자유주의적 유연화가 시장 전체의 유연화로 이어지지 못한 채 고용조정과 같은 수량적 유연성에 의존하게 됨으로써 비정규직 고용의 증가로 이어지게 되었다(정이환, 2018; 황수경, 2003).

또한 노동시장 분절화 현상으로 인해 정규직과 비정규직 간 소득격차가 확대되었고 계층 간 이동성 단절(전병유 외, 2018)이 점차 심화되고 있다. 이러한 비정규직 증가 및 노동시장 분절화로 인해 발생되는 한국의 노동시장 문제는 단순히 미시적 수준의 근로자 차별 문제를 넘어서 기업의 생산성 저하 및 국가 경쟁력 하락이라는 거시적 문제로 이어질 만큼 한국사회에 심각한 영향을 미치고 있다(전병유 외, 2018).

한국 노동시장에서 분절화 현상이 나타나고 심화된 이유에는 국제화에 따른 경쟁력 심화, 여성 고용의 부진 등 다양한 제도적・외부적 요인이 복합적으로 작용했을 것이다(장근호, 2018). 정부에서도 이러한 한국 노동시장의 구조적 문제를 해결하고자 비정규직 보호와 정규직 전환 정책, 최저임금인상 등 노동시장 개혁을 위한 다양한 접근이 시도되었지만, 아직까지 문제가 쉽게 해결되고 있지 않는 상황이다.

노동시장의 분절화 문제 해결을 위한 해결책은 다양한 분야에서 여러 관점을 통해 논의가 이루어질 수 있으나 분절화 현상으로 인한 근로자 간 경제, 주거, 건강, 노동 등의 격차는 반드시 극복해야할 노동시장 전체의 과제라는 점에는 큰 이견이 없을 것으로 보인다(신순철, 2007).

2. 고용형태에 따른 건강불평등

건강은 단순히 한 국가의 보건의료시스템 선진화 정도에 따라 결정된다기보다는 사회경제적 요소 및 문화, 정치와 같은 환경적 요소들을 기반으로 하여 근로환경이나 근로조건 등을 통한 사회적 네트워크 및 개인적 라이프 스타일을 거쳐 최종적으로 개인과 집단 수준의 건강과 건강 불평등에 영향을 미친다고 볼 수 있다(Dahlgren and Whitehead, 1991). 건강에 영향을 미치는 여러 요소들 중에서도 고용형태가 건강불평등에 미치는 영향은 매우 중요한 부분이라고 볼 수 있는데 이는 많은 성인들이 하루의 절반 가까운 시간을 노동에 할애하고 있으며(정혜주, 2011), 직종이나 직무에 따라 직장 및 작업장 내에서의 위험요소가 다양할 뿐 아니라 위험수준이 변화하기 때문이다. 한국은행의 2018년 발표에 따르면 한국의 경우 근로자 연간 평균 근로시간은 2017년 기준 2,024시간으로 OECD 국가 중 3위에 올랐으며, 이는 OECD 평균 근로시간인 1,759시간을 크게 상회하는 수준으로 한국 근로 상황에서 나타날 수 있는 고용형태에 따른 건강 결과에 대해 살펴보는 것은 큰 의미가 있을 것이다.

국내에서 진행된 고용형태별 주관적 건강 차이를 살펴본 연구에서는 다수의 연구가 남/녀를 나누어 성별 고용형태별 건강차이를 분석하였으며(박진욱 외, 2007; 신순철 외, 2007; Kim et al., 2008; 우혜경 외, 2009; 김근회 외, 2010), 일반적으로는 남/녀 모두에서 정규직, 상용직에 비해 임시직, 일용직의 건강상태가 더 나쁜 것으로 나타났지만 일부 연구에서는 유의하지 않다는 결론을 보였다(김일호 외, 2005).

이처럼 우리나라에서는 근로형태에 따른 건강수준의 차이에 대해 오래전부터 관심을 가지고 다양한 연구를 진행해 왔지만 다수의 연구가 단순히 근로형태에 따른 건강 차이 발생 여부에 대해서만 살펴보거나(우혜경 외, 2009; 김진영 외, 2012; 김성은 외, 2016), 특정 근로 형태의 특성을 부분적으로 나타낼 수 있는 하나의 요인(고용 안정성 등)만을 활용하여 이 요인이 건강에 어떠한 영향을 미치는지에 대해서만 살펴보았을 뿐(최선희, 2007), 고용형태별로 나타날 수 있는 건강 결과에 대해 매개효과를 활용한 연구는 부족한 상황이다(이상록 외, 2017). 이에 본 연구에서는 고정효과 모형을 통해 임금근로자의 고용형태별 주관적 건강차이를 살펴보고, 고용형태에 따른 건강불평등이 어떠한 요인으로 인해 발생되는지 직무만족도라는 매개변수를 통해 살펴봄으로써 실질적인 임금근로자 간 건강 차이를 확인하고자 한다.

3. 근로자의 직무만족도 개념

근로자의 직무만족도는 그 수준에 따라 개인 생활 전반의 만족감에 큰 영향을 미치기 때문에 개인의 삶에 있어서 매우 중요할 뿐 아니라(문영만, 2013; 곽현주, 2018), 개인의 업무성과에 대한 동기부여와도 연결되기 때문에 기업의 입장에서도 중요한 부분이다(김경식, 2011; 곽현주, 2018). 직무만족도는 다차원적 개념으로써 추상적인 개념이기 때문에 학자에 따라 다양한 정의가 존재한다. 고용형태별 직무만족도 차이에 대한 선행연구를 살펴보면 정규직이 비정규직에 비하여 직무만족도과 높다는 결과(문영만, 2013; 이수진, 2009)와 그와 반대로 비정규직의 직무만족도가 더 높다는 연구(김찬중, 2007) 결과가 혼재되어 있다. 이에 김영흥 등(2018)은 메타분석을 통해 고용형태에 따른 직무만족도 차이를 분석하였는데, 연구결과에 따르면 고용형태별 직무만족도 차이는 직업군에 따라 차이가 존재하는 것으로 나타났다. 금융, 보험, 음식 서비스 관련 직업군은 비정규직에 비해 정규직 근로자의 직무만족도가 높은 반면 보건, 의료, 사회복지 관련 직업군에서는 비정규직 근로자가 정규직 근로자에 비해 직무만족도 높음을 발견하였다.

Rose(2001)은 고용형태에 따른 직무만족도를 살펴봄에 있어 주의할 점을 크게 두 가지로 언급하였는데 우선 단일항목으로 전반적 직무만족도를 살펴보는 경우에는 높은 편의(bias)가 발생할 위험이 있으며, 요인별 직무만족도를 살펴보는 경우에는 수량화하기 쉬운 외재적 요소(보수)가 내재적 요소(일의 내용, 개인의 성장) 등에 비하여 만족도가 낮게 관찰되는 경향이 있으므로 두 가지 요소들을 균형있게 포함시켜야 함을 권고하였다.

이에 본 연구에서는 직무만족도 선택에 따른 편의를 최소화하기 위하여 한국노동패널에서 조사하는 9가지 요인별 직무만족도 변수를 모두 포함하여 분석을 진행하고자 한다.

Ⅲ. 연구방법

1. 자료원

본 연구는 분석자료로 한국노동패널 6-20차 웨이브를 사용하였다(2003-2017년). 분석대상은 20세–59세 근로자(정규 교육기관에서 교육받는 자 제외)로 한정하였으며, 남성과 여성을 구분하여 각각 분석을 시행하였다. <표 1>은 변수에 대한 간략한 설명 및 요약이다.

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표 1.
변수설명
변수 변수 정의
종속변수
주관적 건강 1점(부정) - 5점(긍정)의 연속변수를 활용
독립변수
임금근로자의 고용형태 정규직(기준범주), 장기계약직(1년 이상), 단기계약직(1년 미만), 일용직
연도변수
연도 2003년 - 2017년
인구통계학적 특성
연령 연령, 연령 제곱
교육수준 고등학교 이하, 2년제 대학, 4년제 대학
결혼상태 무배우, 유배우
0-6세 자녀 여부 없음, 있음
7-18세 자녀 여부 없음, 있음
직업 관련 특성
산업 한국표준산업분류 9차 대분류
직업 한국표준산업분류 6차 대분류
회사 규모 규모별 더미 변수 활용(더미 변수 n=11)
근속 기간 근속 기간, 근속 기간의 제곱
노동조합 유무 노동조합 있음, 없음
노동조합 가입 여부 가입, 미가입
가구 소득 가구원 수 보정 가구 소득에 로그를 취한 값을 활용
가구원 수 가구원 수
매개변수 - 직무만족도
임금 또는 보수 1점(부정)-5점(긍정)의 연속변수를 활용
취업의 안정성
하고 있는 일의 내용
근무환경
근로시간
개인의 발전 가능성
의사소통 및 인간관계
인사고과의 공정성
복지후생제도

2. 변수

가. 종속변수: 주관적 건강

주관적 건강은 자신의 건강에 대한 스스로의 판단을 이야기하는 것으로 건강의 주체인 자기 자신이 직접 건강을 평가하고 종합적이며 포괄적인 평가가 가능하며(최요한, 2018), 개인의 전반적 건강 수준을 나타내는 지표로서 사망률 및 이환율의 중요한 예측 인자로서 활용될 수 있다(Idler et al., 1997).일각에선 주관적 건강 지표를 사용하는 것이 복잡한 건강상태를 지나치게 단순화하여 실질적인 건강을 제대로 반영하지 못할 수 있다고 주장하기도 한다. 이와 관련하여 최요한(2018)은 고령화연구패널을 활용하여 주관적 건강상태가 질병여부를 반영한 실제 건강상태를 대변할 수 있는지에 대하여 비교분석을 진행하였는데, 연구결과 주관적 건강이 실제 건강상태의 변량을 상당한 정도 반영하고 있음을 확인하였다, 이에 본 연구에서는 근로자의 건강을 나타내는 변수로 주관적 건강 변수를 활용하고자 한다.

주관적 건강 변수는 5점의 리커트 척도로 측정되었으며 긍정적인 답이 5점, 부정적인 응답이 1점이 되도록 코딩하여 연속변수로 사용하였다.

나. 주요 독립변수: 고용형태

임금근로자의 고용형태는 기본적으로 정규직과 비정규직으로 구분하였으며, 비정규직은 추가적으로 장기계약직(1년 이상), 단기계약직(1년 미만), 일용직으로 구분하였다.

구체적으로 정규직은 (a) 종사상 지위가 상용직이고, (b) 고용계약기간의 정함이 없으며 (c) 정규직이라고 응답한 경우로 정의하였다. 우리나라의 공식통계들에서는, 임금근로자이 종사상 지위를 상용직(무기계약 및 1년 이상 계약직), 임시직(1달 이상 및 1년 미만 계약직), 일용직(1달 미만 계약직 및 일용직)으로 구분한다. 따라서 고용의 안정이 보장된 정규직을 구분하기 위해서는, 상용직 중에서 정규직을 포착하는 것이 필요하다. 하지만 한국노동패널의 경우 계약기간의 정함이 없다고 응답한 경우에도 종사상 지위를 임시직 또는 일용직으로 응답하는 경우가 많아 계약기간의 유무를 묻는 문항만으로는 정규직을 포착하는 것이 적절치 않다. 이에 본 연구는 정규직의 여부를 묻는 문항을, 정규직과 비정규직을 구분하는 핵심적인 변수로 사용하였다.1)

정규직 외의 임금근로는 종사상 지위의 구분을 따랐다. 즉, 정규직이 아닌 상용직, 임시직, 일용직을 각각 장기계약직(1년 이상), 단기계약직(1년 미만), 일용직으로 명명하여 사용하였다. 완충재고모델2)에 기초하였을 때, 비정규직 내에서도 계약기간에 따라 임금고용의 질이 달라질 수 있다. 특히, 장기계약직과 단기계약직은 두드러진 차이를 나타낼 것으로 충분히 기대할 수 있다. 무엇보다 비정규직 내의 이질성의 고려는 비정규직 전체에 대한 잘못된 일반화를 경계할 수 있다는 점에서 중요성을 가진다.3)

다. 매개변수: 직무만족도

본 연구에서는 임금근로자의 고용형태가 주관적 건강에 미치는 영향을 살펴봄에 있어서 직무만족도 변수의 매개효과를 검증하고자 Baron과 Kenny(1986)에 기초한 매개효과 분석을 진행하였다. Baron과 Kenny(1986)는 특정 변수가 매개효과가 있는지 여부를 판단하기 위해서는 3가지 조건이 충족되어야 한다고 하였다. 첫 번째로 독립변수가 종속변수에 유의한 영향을 미치고 두 번째로, 독립변수가 매개변수에 유의한 영향을 미치며 마지막으로 독립변수와 매개변수가 모두 회귀방정식에 투입되는 경우 매개변수는 유의해야 하며 독립변수는 그 효과가 매개변수 투입 이전과 비교하여 줄어들거나 사라져야 한다.

본 연구는 Baron과 Kenny(1986)의 방식에 따라 임금근로자의 고용형태와 주관적 건강의 관계에 있어서 직무만족도의 매개효과 검증을 위하여 첫째로, 고용형태가 주관적 건강에 미치는 영향을 두번째로, 고용형태가 직무만족도에 미치는 영향을 선형회귀분석 및 고정효과모형을 통해 확인하였다. 마지막으로, 임금근로자의 고용형태와 직무만족도를 회귀식에 모두 투입한 후, 주관적 건강에 미치는 효과를 분석하였다. 직무만족도의 매개효과 유의성 검증을 위해 실시한 Sobel test 결과를 [부록 1]에 수록하였다.

직무만족도 변수로는 한국노동패널에서 조사하는 요인별 직무만족도 변수인 ‘임금 또는 보수’, ‘취업의 안정성’, ‘하고 있는 일의 내용’, ‘근무환경’, ‘근로시간’, ‘개인의 발전가능성’, ‘의사소통 및 인간관계’, ‘인사고과의 공정성’, ‘복지후생제도’ 총 9개의 변수를 사용하였다. 이는 모두 5점의 리커트 척도로 측정되었다.

라. 통제변수

통제변수는 연도, 연령, 교육수준, 결혼상태, 산업, 직업, 회사 규모, 근속기간, 직장 내 노동조합 유무, 노동조합 가입 여부, 0-6세 자녀 여부, 7-18세 자녀 여부, 로그 균등화 가구 소득, 가구원 수를 사용하였다.

3. 분석방법

본 연구는 고용형태별 주관적 건강의 차이를 직무만족도 변수를 매개변수로 활용하여 살펴보기 위하여 선형회귀분석과 선형 고정효과모델을 각각 사용하여 추정하였다. 선형 고정효과모델은 개인의 시불변한 미관측 이질성을 통제할 수 있다는 장점을 가지며, 본 연구의 회귀식은 다음과 같다.

Y i t = β x X i t + β z Z i t + U i + E i t

Yit는 i라는 개인의 t시점에 대한 주관적 건강을 나타내며 X는 고용형태, Z는 통제변수, U는 시불변한 개인의 미관측 이질성, E는 오차항을 나타낸다. 고용형태에 따른 주관적 건강은 총 10가지 모델을 통해 분석을 진행하였다. 모델 1에서는 매개변수인 직무만족도 변수를 포함하지 않고 설명변수 및 통제변수만을 회귀식에 포함하여 분석을 진행하였으며, 모델 2 - 모델 10에서는 한국노동패널에서 조사하는 9가지 요인별 직무만족도 변수인 ‘임금 또는 보수’, ‘취업의 안정성’, ‘하고 있는 일의 내용’, ‘근무환경’, ‘근로시간’, ‘개인의 발전가능성’, ‘의사소통 및 인간관계’, ‘인사고과의 공정성’, ‘복지후생제도’를 각각 하나씩 포함하여 회귀분석을 진행하였다. 본 연구에서는 분석을 위한 통계패키지로 STATA 15를 활용하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 기술통계량

<표 2>에는 한국노동패널 6-20차 자료를 병합한 통합데이터에 대한 기술통계량을 제시하였다. 남성과 여성 모두에서 정규직, 장기계약직, 단기계약직, 일용직 순으로 주관적 건강이 높게 나타났으며, 여성의 경우 모든 직무만족도에서 주관적 건강과 동일하게 정규직에서 일용직 순으로 만족도가 높게 나타났다. 하지만 남성의 경우 임금과 고용의 안정성 요소에서만 정규직에서 일용직 순으로 직무만족도가 높았으며, 나머지 직무만족도 요인의 경우 일용직의 직무만족도가 단기계약직에 비해 높게 나타났다. 평균 연령은 남성과 여성 모두에서 일용직이 확연히 높게 나타났다. 그 외에도 정규직일수록 장기계약직, 일용직에 비하여 대학을 졸업한 사람이 많고 직장 내 노동조합이 있거나 가입한 경우, 0-6세 사이의 자녀가 있는 경우가 많으며 가구소득이 높은 특징을 보였다.

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표 2.
기술통계량
남성 (평균) 여성(평균)
정규직 장기 계약직 단기 계약직 일용직 정규직 장기 계약직 단기 계약직 일용직
주관적 건강* 3.8 3.7 3.7 3.4 3.7 3.6 3.5 3.3
직무만족도* 임금 3.0 2.8 2.7 2.5 3.0 2.8 2.8 2.7
안정성 3.5 3.1 2.8 2.5 3.6 3.2 3.0 2.8
일의내용 3.5 3.3 3.2 3.4 3.6 3.4 3.3 3.0
근무환경 3.4 3.2 3.1 3.3 3.5 3.3 3.2 2.9
근로시간 3.3 3.1 3.1 3.2 3.4 3.3 3.3 3.0
발전가능성 3.3 3.1 3.0 3.2 3.3 3.1 3.0 2.8
인간관계 3.4 3.3 3.2 3.4 3.5 3.3 3.3 3.0
인사고과 3.2 3.0 2.9 3.1 3.2 3.0 2.9 2.7
복지후생 3.1 2.8 2.6 2.9 3.0 2.8 2.6 2.5
연령 39.6 40.0 38.2 46.5 36.8 41.1 40.9 46.5
전문대** 0.2 0.2 0.1 0.0 0.2 0.2 0.1 0.0
대학교** 0.4 0.3 0.2 0.0 0.3 0.2 0.2 0.0
유배우** 0.7 0.7 0.5 0.7 0.6 0.7 0.6 0.7
노동조합 있음** 0.3 0.1 0.1 0.0 0.2 0.1 0.1 0.0
노동조합 가입** 0.2 0.1 0.0 0.0 0.1 0.0 0.0 0.0
근속연수 8.0 4.8 3.0 6.8 5.7 3.7 2.5 2.9
0-6세 자녀** 0.3 0.2 0.1 0.1 0.2 0.1 0.1 0.1
7-18세 자녀** 0.4 0.3 0.2 0.3 0.3 0.4 0.4 0.3
로그가구소득 7.8 7.6 7.4 7.3 7.8 7.6 7.5 7.3
가구원 수 3.4 3.3 3.2 3.3 3.4 3.5 3.4 3.3
관찰 수(N) 29,073 3,560 3,065 3,810 15,247 4,147 5,385 1,977

주: * 표시 된 변수는 1점(부정)-5점(긍정)의 연속변수를 활용한 점수의 평균을 표시

** 표시 된 변수는 더미변수로 0과 1의 값을 가지며, 이에 대한 평균을 표시

고용형태에 따른 주관적 건강 차이의 절대값을 살펴보면 정규직과 장/단기 계약직 간에는 0.1의 차이가 났으며, 장/단기 계약직 간에는 차이가 존재하지 않았다. 또한 장/단기 계약직과 일용직 간에는 0.3의 차이를 보여 고용형태별 주관적 건강 차이는 최대 0.4(정규직과 일용직 간) 정도의 차이를 보였다.

고용형태에 따른 직무만족도 차이의 경우 안정성 요인이 1(정규직과 일용직 간) 정도로 가장 큰 차이를 보인 반면 근로시간과 인간관계는 0.2(정규직과 단기계약직 간) 정도로 적은 차이를 보였다.

이러한 수치는 성별과 학력에 따른 노동시장 내 근로조건 차이가 상당 수준 존재하는 한국에서 성별에 따른 주관적 건강 차이가 0.09(남성: 3.70, 여성: 3.61), 교육수준 간 건강 차이가 0.27(고졸: 3.55, 대학원 박사졸: 3.82)인 점에 비추어 보았을 때 간접적으로나마 고용형태에 따른 건강 차이가 작지 않음을 짐작해 볼 수 있는 부분이다.

2. 고용형태에 따른 주관적 건강 및 직무만족도 차이

<표 3>은 고용형태에 따른 주관적 건강 및 직무만족도의 분석결과이다. 두 변수 모두 성별에 따라 차이가 존재하였다.

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표 3.
고용형태가 주관적 건강 및 직무만족도에 미치는 영향 분석결과
주관적 건강 임금 안정성 일의 내용 근무환경
남성
- OLS
장기계약직 -0.03*** -0.07*** -0.25*** -0.10*** -0.09***
단기계약직 -0.06*** -0.13*** -0.48*** -0.16*** -0.14***
일용직 -0.15*** -0.20*** -0.66*** -0.32*** -0.29***
R-squared 0.08 0.17 0.29 0.18 0.21
- Linear FE
장기계약직 -0.03** -0.06*** -0.20*** -0.08*** -0.07***
단기계약직 -0.03 -0.10*** -0.41*** -0.13*** -0.11***
일용직 -0.06*** -0.15*** -0.55*** -0.24*** -0.24***
R-squared 0.04 0.03 0.18 0.10 0.07
관찰 수(N) 39,550
여성
- OLS
장기계약직 -0.02 -0.09*** -0.22*** -0.06*** -0.04**
단기계약직 -0.04** -0.13*** -0.43*** -0.11*** -0.08***
일용직 -0.10*** -0.15*** -0.49*** -0.21*** -0.20***
R-squared 0.11 0.13 0.22 0.18 0.16
- Linear FE
장기계약직 0.01 -0.07*** -0.16*** -0.04** -0.02
단기계약직 -0.02 -0.10*** -0.36*** -0.10*** -0.07***
일용직 -0.06* -0.13*** -0.43*** -0.15*** -0.12***
R-squared 0.08 0.002 0.12 0.14 0.06
관찰 수(N) 26,735
근로시간 발전 가능성 인간관계 인사고과 복지후생
남성
- OLS
장기계약직 -0.04*** -0.10*** -0.08*** -0.11*** -0.15***
단기계약직 -0.05*** -0.17*** -0.12*** -0.19*** -0.24***
일용직 -0.18*** -0.29*** -0.24*** -0.33*** -0.40***
R-squared 0.15 0.19 0.13 0.16 0.23
- Linear FE
장기계약직 -0.04** -0.09*** -0.07*** -0.08*** -0.09***
단기계약직 -0.05* -0.19*** -0.12*** -0.17*** -0.19***
일용직 -0.17*** -0.33*** -0.24*** -0.31*** -0.36***
R-squared 0.03 0.09 0.08 0.06 0.15
관찰 수(N) 39,550
여성
- OLS
장기계약직 -0.02 -0.08*** -0.05*** -0.11*** -0.15***
단기계약직 0.00 -0.13*** -0.10*** -0.19*** -0.24***
일용직 -0.12*** -0.25*** -0.19*** -0.27*** -0.27***
R-squared 0.15 0.18 0.12 0.13 0.17
- Linear FE
장기계약직 -0.01 -0.05** -0.03* -0.08*** -0.12***
단기계약직 0.01 -0.10*** -0.06*** -0.13*** -0.16***
일용직 -0.04 -0.17*** -0.13*** -0.22*** -0.26***
R-squared 0.03 0.05 0.10 0.002 0.02
관찰 수(N) 26,735

주: 통제변수들은 분석에 포함되었으나 제시하지 않음. *p<.05, **p<.01, ***p<.001

주관적 건강의 경우 남성은 모형과 무관하게 모든 계수 값이 음의 값을 가지며 일용직으로 갈수록 그 절대값이 커지는 경향을 보였으며, 유의성의 경우 고정효과 모형에서 단기계약직을 제외하고는 모두 유의한 결과를 나타내, 전반적으로 정규직에 비하여 일용직으로 갈수록 주관적 건강상태가 유의하게 나빠짐을 확인할 수 있었다. 하지만 여성의 경우에는 모형과 무관하게 장기계약직은 정규직과의 주관적 건강 차이가 유의하게 나타나지 않았으며, 단기계약직도 고정효과 모형에서 유의한 차이를 보이지 않았고, 일용직에서만 고용형태에 따른 주관적 건강에 유의한 차이를 보였다.

직무만족도의 차이 또한 남성의 경우 주관적 건강과 유사하게 전반적으로 음의 계수값을 가지고 일용직으로 갈수록 그 절대값이 커짐으로써 정규직에 비하여 일용직으로 갈수록 직무만족도가 낮아짐을 확인할 수 있었다. 선형 고정효과 모형을 통해 개인의 시불변한 미관측 이질성을 통제하는 경우 고용형태에 따른 직무만족도 차이는 선형회귀분석 보다 다소 감소하지만 여전히 유의하게 나타났다. 다만, 여성 근로자의 경우 일용직을 제외하고는 고용형태에 따른 근로시간에서 유의한 차이가 나타나지 않았으며, 근무환경의 경우 장기계약직에서는 유의한 차이가 나타나지 않았다.

전체적으로 남성에서의 고용형태별 주관적 건강 및 직무만족도 차이가 여성에 비하여 더 크게 나타났으며, 이는 아마도 가족부양의 의무가 남성에게 있다는 고정관념 하에 남성이 노동시장에 더 밀접하게 참여하고 있기 때문일 것으로 추론된다. 또한 남성의 경우 안정성 요인을 제외하고는 장기/단기계약직 간 직무만족도 차이에 비하여 단기계약직과 일용직 사이의 만족도 차이가 크게 나타나는 것을 볼 수 있었다.

3. 고용형태별 주관적 건강 차이에 대한 설명변수의 기여

<표 4>는 <표 3>에서 확인한 고용형태별 주관적 건강차이를 기반으로 하여 매개변수로 활용하고자 하는 직무만족도가 고용형태별 건강 차이를 어느 수준으로 설명할 수 있는지를 Blinder- Oaxaca 분해법(이하 B-O분해법)을 통해 살펴본 결과이다4). B-O분해법을 활용하는 경우, 패널분석을 통해선 확인할 수 없는 고용형태별 건강차이에 대한 각 변수별 설명 가능한 정도 및 수준에 대해 거시적 측면에서 살펴볼 수 있다는 장점을 가진다. 이에 본 연구에서는 고용형태와 건강에 대한 인과적 관계 및 직무만족도의 매개효과에 대하여 고정효과 모형을 통해 살펴보기에 앞서 B-O분해법을 통해 전체적인 설명변수 및 통제변수의 설명력을 확인해 보고자 한다. 이를 통해 고용형태별 건강 차이가 본 연구에서 고려하고자 하는 변수들로 많은 부분 설명 가능한지 여부와 직무만족도가 고용형태에 따른 건강 차이를 설명함에 있어 매개효과 변수로 활용하기에 적절한 변수인지 여부에 대해 개괄적으로 살펴보았다.

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표 4.
고용형태별 주관적 건강차이에 대한 설명변수의 기여
구분 장기계약직 단기계약직 일용직
정규직 평균(A) 3.731
고용형태 평균(B) 3.616 3.573 3.378
차이(C=A-B) 0.115 0.158 0.353
임금 또는 보수 설명되는 부분 S1 0.012*** 0.017*** 0.035***
합계(E1) 0.077***(66.9%) 0.104***(65.8%) 0.184***(52.1%)
직무만족도 설명비율 (F1=S1/E1) 15.6% 16.3% 19.0%
취업의 안정성 설명되는 부분 S2 0.039*** 0.062*** 0.108***
합계(E2) 0.101***(87.8%) 0.146***(92.4%) 0.250***(70.8%)
직무만족도 설명비율 (F2=S2/E2) 38.6% 42.5% 43.2%
하고있는 일의 내용 설명되는 부분 S3 0.026*** 0.037*** 0.090***
합계(E3) 0.086***(74.8%) 0.118***(74.6%) 0.221***(62.6%)
직무만족도 설명비율 (F3=S3/E3) 30.2% 31.3% 40.7%
근무환경 설명되는 부분 S4 0.019*** 0.026*** 0.073***
합계(E4) 0.080***(69.6%) 0.108***(68.4%) 0.210***(59.5%)
직무만족도 설명비율 (F4=S4/E4) 23.8% 24.1% 34.8%
근로시간 설명되는 부분 S5 0.012*** 0.013 0.049***
합계(E5) 0.076***(66.1%) 0.099***(62.7%) 0.193***(54.7%)
직무만족도 설명비율 (F5=S5/E5) 15.8% 13.1% 25.4%
개인의 발전가능성 설명되는 부분 S6 0.021*** 0.029*** 0.065***
총합(E6) 0.082***(71.3%) 0.112***(70.9%) 0.204***(57.8%)
직무만족도 설명비율 (F6=S6/E6) 25.6% 25.9% 31.9%
의사소통 및 인간관계 설명되는 부분 S7 0.020*** 0.029*** 0.063***
총합(E7) 0.082***(71.3%) 0.111***(70.3%) 0.202***(57.2%)
직무만족도 설명비율 (F7=S7/E7) 24.3% 26.1% 31.2%
인사고과의 공정성 설명되는 부분 S8 0.019*** 0.027*** 0.051**
총합(E8) 0.083***(71.8%) 0.113***(71.5%) 0.201***(56.9%)
직무만족도 설명비율 (F8=S8/E8) 22.9% 23.9% 25.3%*
복지후생 제도 설명되는 부분 S9 0.019*** 0.026*** 0.047***
총합(E9) 0.082***(71.3%) 0.111***(70.3%) 0.196***(55.5%)
직무만족도 설명비율 (F9=S9/E9) 23.1% 23.4% 24.0%

주: S는 설명가능한 부분의 직무만족도 변수에 대한 회귀계수를 의미하며, E는 전체 설명변수의 설명 가능한 부분의 회귀 계수 총합을 나타냄, 괄호안 비율은 정규직과 고용형태별 건강차이(C) 중 설명 되는 부분의 비중을 나타냄

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

직무만족도 요인별로 설명 가능한 정규직과의 주관적 건강차이 및 각각의 직무만족도 변수가 설명 가능한 비중을 살펴본 결과, 모든 직무만족도 요인 변수에서 설명 가능한 건강차이가 매우 유의한 것으로 나타났다. 세부적으로 살펴보면 정규직 대비 주관적 건강의 차이는 장기계약직, 단기계약직, 일용직으로 갈수록 커짐을 알 수 있다. 장기계약직과 단기계약직 간의 차이는 0.043 수준이었으나 단기계약직과 일용직 간의 건강차이는 0.195 수준으로 장/단기 계약직 차이에 비해 4배 이상 큰 것으로 나타났다.

설명 가능한 고용형태별 건강 차이 비중은 취업의 안정성 요인을 제외하고는 장기계약직에서 일용직으로 갈수록 줄어드는 경향을 보였으나, 전반적으로 높은 설명력을 보였다. 장기계약직에서 일용직으로 갈수록 설명 가능한 건강 차이 비중이 줄어드는 것은 정규직과 일용직 간 건강차이에는 설명되지 않는 부분이 크다는 것을 의미하며, 일용직의 건강을 다룸에 있어서는 기본적으로 고려되는 사회경제학적 요인 및 직무만족도 변수 이외에 건강문제 해결을 위한 새로운 대안 제시가 필요하다고 추측해 볼 수 있다.

직무만족도 요인별 건강 차이 설명 비중을 살펴보면 취업의 안정성 변수가 포함되는 경우 장/단기 계약직 및 일용직 모두에서 건강의 차이를 가장 많이 설명하는 것으로 나타난 반면, 임금 및 보수 변수가 포함되는 경우 설명되는 부분이 가장 적은 것으로 나타났다. 또한 장/단기 계약직은 취업의 안정성, 하고 있는 일의 내용, 인사고과의 공정성 순으로 설명되는 부분이 컸던 반면에 일용직은 인사고과 보다는 근무환경이 건강차이를 잘 설명하는 것으로 나타났다.

이러한 결과들을 종합하여 볼 때, 본 연구에서 매개효과로 보고자 하는 직무만족도는 고용형태별 건강차이를 높게는 40% 이상 설명하며 전반적으로 높은 설명력을 보임을 확인할 수 있었다. 단순히 건강 차이의 설명력만으로 매개변수의 적합성 여부를 판단하기는 어려우나, 직무만족도가 고용형태별 건강 차이를 높은 비중으로 설명한다는 결과를 통해서 고용형태별 주관적 건강 차이에 대한 직무만족도와의 연관성 및 영향력을 확인하고 매개변수로서 유의한 효과를 보일 수 있을 것에 대한 가능성을 확인할 수 있었다.

4. 고용형태에 따른 주관적 건강 차이에 있어서 직무만족도의 매개효과

<표 5>는 고용형태에 따른 주관적 건강 차이에 있어서 직무만족도 변수의 매개효과를 살펴보았으며, [그림 1]은 <표 5>의 결과를 도식화한 것이다. 남성의 경우, 직무만족도 관련 매개변수를 포함하지 않은 (모델 1)의 선형고정효과모형을 살펴보면 장기계약직과 일용직의 주관적 건강이 정규직에 비하여 낮게 나타났으며, 여성의 경우 일용직이 정규직에 비하여 주관적 건강이 낮게 나타났다. 단기계약직은 남/녀 모두 선형회귀모형을 통해 추정하였을 경우 정규직과의 유의한 차이를 나타냈지만, 고정효과를 통해 살펴본 결과 정규직과 유의한 건강차이가 나타나지 않았다.

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표 5.
고용형태에 따른 주관적 건강 및 직무만족도 매개효과 분석결과
모델 1 모델 2 (임금) 모델 3 (안정성) 모델 4 (일의내용) 모델 5 (근무환경)
남성
- OLS
장기계약직 -0.04** -0.03** -0.01 -0.02* -0.03*
단기계약직 -0.06*** -0.05*** -0.00 -0.03** 0.04**
일용직 -0.15*** -0.14*** -0.08*** -0.11*** -0.12***
직무만족도 0.06*** 0.11*** 0.14*** 0.10***
R-squared 0.08 0.08 0.09 0.09 0.09
- Linear FE
장기계약직 -0.03* -0.03* -0.02 -0.03 -0.003*
단기계약직 -0.03 -0.02 0.00 -0.01 -0.02
일용직 -0.07** -0.06* -0.03 -0.04 -0.05
직무만족도 0.04*** 0.07*** 0.10*** 0.09***
R-squared 0.04 0.05 0.06 0.06 0.06
관찰 수(N) 39,550
여성
- OLS
장기계약직 -0.02 -0.01 0.01 -0.01 -0.01
단기계약직 -0.04** -0.02* 0.01 -0.02 -0.03*
일용직 -0.10*** -0.08*** -0.04* -0.06*** -0.07***
직무만족도 0.08*** 0.11*** 0.16*** 0.14***
R-squared 0.11 0.12 0.12 0.13 0.13
- Linear FE
장기계약직 0.01 0.02 0.02 0.02 0.02
단기계약직 -0.02 -0.01 0.01 -0.01 -0.01
일용직 -0.06* -0.04 -0.02 -0.04 -0.04
직무만족도 0.07*** 0.07*** 0.11*** 0.10***
R-squared 0.08 0.09 0.09 0.11 0.10
관찰 수(N) 26,735
모델 6 (근로시간) 모델 7 (발전가능성) 모델 8 (인간관계) 모델 9 (인사고과) 모델 10 (복지후생)
남성
- OLS
장기계약직 -0.03** -0.03* -0.03* -0.03* -0.03*
단기계약직 -0.05*** -0.04* -0.04** -0.04** -0.04**
일용직 -0.14*** -0.12*** -0.12*** -0.12*** -0.13***
직무만족도 0.09*** 0.10*** 0.13*** 0.09*** 0.05***
R-squared 0.08 0.09 0.09 0.08 0.08
- Linear FE
장기계약직 -0.03* -0.03 -0.03* -0.03* -0.03*
단기계약직 -0.02 -0.01 -0.14 -0.01 -0.02
일용직 -0.05* -0.04 -0.04 -0.04 -0.05*
직무만족도 0.07*** 0.08 0.10*** 0.07*** 0.05***
R-squared 0.06 0.06 0.06 0.05 0.05
관찰 수(N) 39,550
여성
- OLS
장기계약직 -0.02 -0.01 -0.01 -0.01 -0.01
단기계약직 -0.04** -0.02 -0.02* -0.02 -0.02
일용직 -0.08*** -0.07*** -0.07*** -0.07*** -0.08***
직무만족도 0.12*** 0.11*** 0.14*** 0.08*** 0.06***
R-squared 0.12 0.12 0.12 0.11 0.11
- Linear FE
장기계약직 0.02 0.02 0.02 0.02 0.02
단기계약직 -0.02 -0.01 -0.01 -0.01 -0.01
일용직 -0.05* -0.04 -0.04 -0.04 -0.04
직무만족도 0.08*** 0.08*** 0.11*** 0.06 0.06***
R-squared 0.10 0.10 0.10 0.09 0.09
관찰 수(N) 26,735

주: 통제변수들은 분석에 포함되었으나 제시하지 않음. *p<.05, **p<.01, ***p<.001

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그림 1.
고용형태에 따른 주관적 건강차이 및 직무만족도 변수별 매개효과 분석결과 (고정효과모델)
hswr-40-4-437-f001.tif

주: 고용형태별 수평선(정규직과의 건강차이에 대한 95% 신뢰수준)이 빨간 수직선(건강차이=0)과 교차 하는 경우 정규직과의 건강 차이가 유의하지 않음을 의미

일반적으로 독립변수가 종속변수에 미치는 유의했던 영향력이 매개변수를 투입함으로써 사라지는 경우를 완전매개라고 하고, 영향력은 유의하지만 그 크기가 감소하게 되는 경우를 부분매개라고 한다.

매개변수를 포함하지 않은 (모델 1)에 각 요인별 직무만족도를 추가하여 매개효과를 살펴본 결과, 전반적으로 근로시간을 제외한 모든 직무만족도 변수에서, 해당 변수가 포함됨으로써 포함되지 않은 (모델 1)의 회귀계수 크기를 줄여주는 경향을 보임으로써 부분매개의 효과가 있음을 확인할 수 있었다.

특히 취업 안정성, 일의 내용 및 개인의 발전가능성은 고용형태와 성별과는 무관하게 정규직과의 유의했던 건강 차이를 유의하지 않게 하여 완전 매개효과가 나타났다. 근무환경, 인간관계, 인사고과의 공정성의 경우 남성 정규직과 일용직 간에 존재하는 유의한 건강 차이는 유의하지 않게 만들어 완전 매개효과를 보였으나, 정규직과 장기계약직 간에 존재하는 유의한 건강 차이 영향력에는 크기만을 줄였을 뿐 유의성에는 변화가 없어 부분 매개효과를 보였다. 여성의 경우 근로시간을 제외한 모든 직무만족도 변수가 일용직에서 나타난 정규직과의 유의한 차이를 유의하지 않게 만드는 완전 매개효과를 보였다.

이러한 연구결과는 고용형태에 따른 건강 불평등을 개선하기 위해 직무와 관련된 요소들에 대한 개입이 필요함을 시사함과 동시에 그 중에서도 안정성과 일의 내용, 개인의 발전 가능성을 고려한 적극적 개입이 필요함을 시사했다는 점에서 의미가 있다고 볼 수 있다.

Ⅴ. 고찰 및 결론

본 연구는 한국노동패널 자료를 활용하여 고용형태별 주관적 건강 차이를 매개효과를 통해 확인하고자 하였다. 이에 노동패널에서 제시한 9가지 직무만족도에 대한 변수(임금 및 보수, 취업의 안정성, 일의 내용, 근무환경, 근무시간, 개인의 발전가능성, 인간관계, 인사고과의 공정성, 복지후생)를 매개변수로 하여 근로자의 고용형태가 주관적 건강에 어떻게 영향을 미치는지를 남녀로 구분하여 분석하였다.

연구결과, 주관적 건강은 일용직의 경우 남/녀 모두 정규직에 비해 낮게 나왔으며, 장기계약직의 경우 남성에게서만 정규직과 유의한 건강 차이를 나타냈다. 직무만족도와 관련된 매개효과의 경우, 여러 변수들이 고용형태에 따른 주관적 건강 차이를 줄여주었으나 취업의 안정성, 일의 내용, 개인의 발전가능성 순으로 성별, 고용형태와 무관하게 큰 매개효과를 나타냈다. 이는 정규직과 비정규직 간 건강 차이를 살펴본 이상록 외(2017)의 연구에서 비정규직일수록 제반 직무 여건들에 대한 직무 만족도가 유의하게 낮은 것으로 나타난 연구결과와 일치한다고 볼 수 있다.

또한 임금이나 근로환경은 여성에게서만 약한 크기의 매개효과를 확인할 수 있어서 성별, 고용형태별 차이가 존재함을 확인할 수 있었다.

분석결과를 토대로 논의할 점은 다음과 같다. 먼저, 본 연구에서는 선행연구와 유사하게 일부 성별에 따라 임금근로자의 고용형태가 주관적 건강에 미치는 영향에 차이가 있는 것으로 나타났다(김진영, 2012; 김일호 외, 2005; 신순철 외, 2007; 박진욱 외, 2007; Kim 외, 2012). 우리나라는 성별에 따라 비정규직 비율과 임금 수준 등이 차이를 보이는 등 고용 부문에서 성별 불평등이 크게 나타나는 국가 중 하나인데(곽현주, 2018), 이러한 현상이 본 연구결과에도 부분적으로 반영된 것으로 보인다. 특히 고용형태에 따른 주관적 건강의 영향은 남녀별로 차이를 보였는데, 고용형태가 정규직에서 일용직으로 갈수록 건강이 유의하게 나빠지는 남성과 달리 여성의 경우 정규직과 일용직만이 유의한 건강 차이를 나타냈다. 말 그대로 주관적 건강이라는 것은 단순한 신체적 건강 뿐 아니라 정신적 건강을 종합적으로 나타내는 지표인데, 객관적으로 계약직의 노동시장 내 처우가 정규직에 비해 좋지 못하다는 여러 지표가 존재함에도 불구하고 이러한 부분이 여성의 주관적 건강에 반영되지 않았다는 것은 여성의 일자리에 대한 기대수준 자체가 남성에 비해 높지 않을 수 있다는 가능성을 시사할 수 있다. 만약 여성의 노동시장에 대한 낮은 기대수준이 실증적 연구를 통해 사실로 밝혀진다면, 이는 여성들이 일자리 개선을 위한 노력은 뒤로한 채 열악한 일자리임에도 불구하고 계속 진입(김영옥, 민현주, 김복순, 2006)함으로써 일자리의 질 개선 없이 계속해서 악화되는 악순환이 이어질 수 있는 부분이기에 정책적 주의가 필요할 것으로 보인다(곽현주, 2018).

또한 분석을 통해 직무만족도라는 매개변수 중 취업의 안정성을 높임으로써 정규직과 장/단기계약직, 일용직 사이의 주관적 건강의 차이가 부분적으로 완화될 수 있는 가능성을 확인하였다. 이는 노동시장에서의 고용불안정성이 근로자의 건강에 미치는 영향을 연구한 여러 선행연구들과 일치하는 부분이다(고상백 외, 2004; 남기섭 외, 2007; 노병일 외, 2011; 이원철 외, 2011; 이상록 외, 2017; 박세홍 외, 2009; 손신영 외, 2011).

한편, 비정규직에 대한 개념은 국제적으로도 통일된 개념이 존재하지 않고 각 나라의 정치, 문화에 맞춰 다양한 기준이 적용되고 있는데(문영만, 2013), 문영만(2014)의 경우 정규직과 비정규직을 ‘고용의 안정성’을 기준으로 나누었음을 확인할 수 있었다. 이러한 분류기준에 따르면 본 연구결과에서 매개효과로서 가장 유의하게 나온 ‘취업의 안정성’이라는 변수가 설명변수의 분류기준으로도 적용될 수 있기 때문에 취업의 안정성에 대한 변수를 해석함에 있어 주의가 필요할 것으로 보인다.

본 연구에서 취업의 안정성 다음으로 크게 고용형태에 따른 주관적 건강차이를 매개하는 변수가 일의 내용과 개인의 발전 가능성이었는데 이는 Hackman과 Oldham(1976)의 직무특성이론으로 일부 해석이 가능할 것으로 보인다. Hackman과 Oldham(1976)의 직무특성이론에서는 5가지 핵심 직무차원(과업의 정체성, 과업의 중요성, 자율성, 피드백)이 근로자에게 책임감과 같은 심리상태를 가지게 하고 이러한 심리상태는 결과적으로 높은 수준의 작업만족도 및 낮은 수준의 이직, 결근으로 이어짐을 제시하였다. 이를 연구에 적용해보면 고용형태에 따른 과업의 정체성, 중요성 차이가 결국 개인의 심리상태인 책임감 등에 영향을 미치고 이는 결과적으로 근로자의 만족도나 결근 일수에 영향을 미침으로써 최종적으로 근로자의 주관적 건강에 영향을 주는 기전이 형성되었을 것이라고 추론해 볼 수 있다. 이러한 결과는 발전가능성 및 상사의 지지가 평균 이상인 근로환경에 있는 근로자의 불건강 위험이 그렇지 않은 그룹의 약 80% 수준임을 보인 최은숙 외(2016)의 연구와도 일치하며, 발전 가능성이 근로자의 우울에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 밝혀낸 June과 Choi(2013)의 연구와도 일치함을 확인할 수 있었다.

마지막으로 장/단기 계약직과 일용직의 서로 다른 매개효과 영향을 통해 해당 고용형태들이 포괄적인 의미에서의 계약직이라는 하나의 그룹으로 분류되고, 일원화되기에는 그들 간 특성들이 점점 복잡해지고 다원화 되고 있다는 것을 확인할 수 있었다(배화숙, 2008). 그러므로 정책을 수립함에 있어서도 동일한 계약직이라고 하더라도 계약기간이나 계약 특성에 따라 건강에 차이를 주는 영향이 다를 수 있음을 반영하여 기간과 고용특성에 따른 차별화 된 정책이 고려되어야 할 것임을 시사한다.

본 연구의 제한점은 다음과 같다. 본 연구는 관측되지 않은 고용형태별 이질성을 통제하기 위하여 고정효과 모델을 활용함으로써 설문으로 수집된 자료를 활용하는 연구의 공통된 한계점으로 지적되는 이전의 건강상태를 통제하지 못하였다. 주관적 건강과 같은 건강변수는 이전의 건강상태가 고용형태를 결정하는데 중요한 영향을 줌으로써 역인과관계가 나타날 수 있는데 고정효과를 통해 이러한 부분을 통제하지 못하였다. 하지만 고용형태 간에는 연구자가 관찰하지 못하거나 측정할 수 없는 다양한 요인들이 복합적으로 영향을 주는만큼 고용형태와 주관적 건강 사이의 관계에 영향을 미칠 잠재적 효과를 고정효과를 통해 통제함으로써 모든 상황을 통제할 수 없는 조사연구의 단점을 보완하고자 노력하였다.

또한, 본 연구에서 활용하고 있는 종속변수인 노동자의 건강 상태 관련 변수와 매개변수인 직무만족도에 대한 설문이 응답자의 주관적 평가(self-report)에 의해 이루어졌기 때문에 동일방법편의(Common Method Bias)가 발생하는 한계가 존재한다. 동일방법편의는 독립변수와 종속변수가 모두 동일한 측정도구와 응답자에 의해 측정되었을 경우 발생하는 오류로서 연구 결과의 내적 타당도에도 영향을 미칠 가능성이 존재한다는 한계가 있다(박원우 외, 2007).

마지막으로 샘플 수의 한계로 인하여 고용형태를 구분함에 있어서 열악한 근로환경에 놓여있어 관심이 필요한 파견직 노동자와 용역직 노동자 등을 연구대상에 포함시키지 못하였다는 제한점을 가진다.

본 연구는 위와 같은 제한점에도 불구하고 비정규직과 정규직에 비하여 상대적으로 불리한 근로환경에 처한 장/단기 계약직, 일용직들의 주관적 건강 차이를 확인하고 이를 해소할 수 있는 변수들을 직무 만족도라는 매개 변수를 활용해 살펴보았다는데 의의가 있다.

향후 계약직 노동자의 주관적 건강 향상을 위해서는 고용 불안정성을 낮추는 방향으로 다양한 정책 및 대책의 수립이 필요할 것이며(배화숙, 2008), 계약직이라 할지라도 정규직과 차별 없는 삶을 누릴 수 있도록 제도를 개선해 나가야 할 것이다(배화숙, 2008). 또한 일률적인 정책 대신 계약 기간 등 고용형태의 특성을 반영한 차별화된 정책을 수립해야 할 것이다. 뿐만 아니라 일반적으로 다수의 고용 정책들은 정치적인 이유 등으로 인해 정해진 임기 내에 가시적 성과나 결과물을 보일 수 있는 임금이나 복지제도 개선 등에 집중되는 경향을 보이기 쉽다. 하지만 본 연구결과를 통해서 직무 내 물리적 요인 이외에도 공정성, 발전 가능성, 사회적 관계망 등의 정서적 요인도 주관적 건강에 주요한 영향을 미치는 것이 확인된 만큼 장기적 관점에서 직장 내 문화적 요소나 질적 개선을 이룰 수 있는 정책수립이 필요할 것으로 보인다.

최근 정부에서는 소득주도 성장의 일환으로 최저임금 인상 및 일자리 확대 정책을 시행하고 있다. 주어진 예산 제약 하에서 이러한 정책이 실효성을 거둠과 동시에 고용형태 간 불평등을 줄이기 위해서는 단순히 고용의 양적 확대에 주력하기 보다는 질적인 수준의 제고를 통해 고용형태 간 근로자의 실질적 불형평을 감소시키는 방향으로 정책을 추진해야 할 것이다.

Appendices

부록

Sobel test 결과

ws 1= 장기계약직, 2= 단기계약직, 3= 일용직

job = 직무만족도 변수

(1= 임금, 2= 안정성, 3= 일의 내용, 4= 근로환경, 5= 근로시간, 6= 발전가능성

7= 의사소통 및 인간관계, 8= 인사고과의 공정성, 9= 복지후생)

jb, jv= 각각 직무만족도에 미치는 영향에 대한 회귀계수와 표준오차의 제곱항

y= 각각 삶의 만족도와 주관적 건강

b, v= 각각 직무만족도 변수의 회귀계수와 표준오차의 제곱항

따라서 각각의 줄은 각 직무만족도 모델에서 이에 대응하는 삶의 만족도와 주관적 건강에서의 결과를 요약한다. Sobel z값은 beta(a)*beta(b)/SQRT(beta(a)^2*se(b)^2+beta(b)^2*se(a)^2)이다. a와 b는 각각 고용형태가 직무만족도에 미치는 영향과 직무만족도가 종속변수에 미치는 영향이다. 아래 표에는 계산한 z값을 보여준다. 음영으로 처리한 두 경우 외에는 모두 5% 수준에서 유의하였다. 음영으로 처리한 부분은 각각 여성의 근로시간 만족도에서 장기계약직과 단기계약직의 경우와 여성의 근로환경 만족도에서의 장기계약직 경우인데, 이 경우는 매개효과가 유의하지 않게 나타났다.

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부표 1.
Sobel test 결과
ws job gender jb jv yb yv z ws job gender jb jv y2b y2v z2
1 1 1 -0.06 0.00 0.04 0.00 -4.06 2 6 1 -0.19 0.00 0.08 0.00 -21.33
1 1 2 -0.07 0.00 0.07 0.00 -4.12 2 6 2 -0.10 0.00 0.08 0.00 -10.37
1 2 1 -0.20 0.00 0.07 0.00 -12.23 2 7 1 -0.12 0.00 0.10 0.00 -15.62
1 2 2 -0.16 0.00 0.07 0.00 -9.73 2 7 2 -0.06 0.00 0.11 0.00 -6.36
1 3 1 -0.08 0.00 0.10 0.00 -5.39 2 8 1 -0.17 0.00 0.07 0.00 -20.95
1 3 2 -0.04 0.00 0.11 0.00 -2.91 2 8 2 -0.13 0.00 0.06 0.00 -13.76
1 4 1 -0.07 0.00 0.09 0.00 -4.68 2 9 1 -0.19 0.00 0.05 0.00 -18.73
1 4 2 -0.02 0.00 0.10 0.00 -1.34 2 9 2 -0.16 0.00 0.06 0.00 -14.08
1 5 1 -0.04 0.00 0.07 0.00 -2.63 3 1 1 -0.15 0.00 0.04 0.00 -16.49
1 5 2 -0.01 0.00 0.08 0.00 -0.46 3 1 2 -0.13 0.00 0.07 0.00 -12.60
1 6 1 -0.09 0.00 0.08 0.00 -6.18 3 2 1 -0.55 0.00 0.07 0.00 -27.48
1 6 2 -0.05 0.00 0.08 0.00 -2.98 3 2 2 -0.43 0.00 0.07 0.00 -22.27
1 7 1 -0.07 0.00 0.10 0.00 -4.95 3 3 1 -0.24 0.00 0.10 0.00 -28.85
1 7 2 -0.03 0.00 0.11 0.00 -2.01 3 3 2 -0.15 0.00 0.11 0.00 -15.75
1 8 1 -0.08 0.00 0.07 0.00 -5.73 3 4 1 -0.24 0.00 0.09 0.00 -28.04
1 8 2 -0.08 0.00 0.06 0.00 -5.27 3 4 2 -0.12 0.00 0.10 0.00 -12.22
1 9 1 -0.09 0.00 0.05 0.00 -5.64 3 5 1 -0.17 0.00 0.07 0.00 -18.97
1 9 2 -0.12 0.00 0.06 0.00 -6.69 3 5 2 -0.04 0.00 0.08 0.00 -3.63
2 1 1 -0.10 0.00 0.04 0.00 -11.68 3 6 1 -0.33 0.00 0.08 0.00 -33.07
2 1 2 -0.10 0.00 0.07 0.00 -10.08 3 6 2 -0.17 0.00 0.08 0.00 -17.49
2 2 1 -0.41 0.00 0.07 0.00 -25.86 3 7 1 -0.24 0.00 0.10 0.00 -30.17
2 2 2 -0.36 0.00 0.07 0.00 -21.37 3 7 2 -0.13 0.00 0.11 0.00 -14.45
2 3 1 -0.13 0.00 0.10 0.00 -17.21 3 8 1 -0.31 0.00 0.07 0.00 -32.76
2 3 2 -0.10 0.00 0.11 0.00 -10.86 3 8 2 -0.22 0.00 0.06 0.00 -19.87
2 4 1 -0.11 0.00 0.09 0.00 -13.34 3 9 1 -0.36 0.00 0.05 0.00 -27.46
2 4 2 -0.07 0.00 0.10 0.00 -7.63 3 9 2 -0.26 0.00 0.06 0.00 -18.99
2 5 1 -0.05 0.00 0.07 0.00 -5.65
2 5 2 0.01 0.00 0.08 0.00 0.61

Blinder-Oaxaca 분해

B-O분해법은 일반적으로 노동경제학에서 노동시장 내 차별의 척도로 활용되어 왔지만 최근들어 보건학에서도 건강지표의 차이를 분석하고자 할 때 활용되곤 한다.(O’Donnell, 2008; 이용우, 2015)

B-O분해법의 기본적인 원리는 관심 있는 두 그룹간의 차이를 설명되어지는 부분과 설명되지 않는 부분으로 분해하는 것이다. 예를 들어, 본 연구에서처럼 정규직과 장/단기 계약직, 일용직 간의 건강차이를 살펴본다고 할 때, 식 (1)과 같이 표현할 수 있을 것이다.

(1)
D = E Y p E Y c = X p ¯ X c ¯ ' β ^ p + X ¯ ' c β ^ p β ^ c

E(Yp)는 정규직의 평균적인 주관적 건강을 나타내고, E(Yc)는 계약직의 평균적 주관적 건강을 나타낸다. 이들의 차이는 우변의 첫 번째 항과 두 번째 항으로 나뉠 수 있다. 우변의 첫 번째 항은 정규직과 계약직 간의 특성 X p ¯ , X c ¯ 차이에 의해 발생되는 부분으로 연구에서 살펴볼 수 있는 다양한 독립변수들을 활용하여 분석이 가능하고 그렇기 때문에 실제적으로 고용형태 간 설명할 수 있는 건강차이 일 것이다. 하지만 우변의 두 번째 항은 정규직과 계약직 간의 추정계수 β ^ p , β ^ c 차이로 식이 이루어져 있기 때문에 설명할 수 없는 부분이 된다. 노동경제학에서는 이 부분을 차별의 의미로 해석하지만 본 연구에서는 고용형태 간 건강차이 중 어느 정도가 설명 가능한지, 어떠한 변수에 영향을 많이 받는지, 즉 첫 번째 항에 집중하여 살펴보고자 한다.

한편, 식(1)과 같이 이뤄진 B-O분해법의 수식은 정규직(permanent worker)을 기준으로 식이 구성되어 있으나, 만약 기준을 계약직으로 바꾸어 우변의 첫 번째 항을 β ^ c 의 식으로 구성하게 된다면 분해의 결과가 변하게 된다. 즉, 기준이 되는 그룹이 어느 그룹이냐에 따라 결과에 차이가 존재하게 된다. 현재까지는 B-O분해법을 수행함에 있어서 기준이 되는 그룹을 설정하는 방법에 대한 명확한 가이드라인이 제시된 것이 없으므로 본 연구에서는 이용우(2015)의 연구와 동일하게 Newmark(1988)이 제시한 식(2)와 같은 양 비교그룹을 통합한 자료의 회귀식으로부터 추정한 계수들을 통해 제시하고자 한다.

(2)
D = E Y p Y c = X p ¯ X c ¯ ' β * ^ + X ' p ¯ β p ^ β c ^ + X ' c ¯ β * ^ β c ^

식 (2) 우변 첫 번째 계수인 β * ^ 은 통합표본을 이용한 회귀식에서 추정된 추정계수의 벡터이며, 앞의 식(1)과 같이 우변의 첫 번째항은 고용형태별 특성에 따른 차이를 통해 설명가능한 부분을 나타내고, 우변의 두 번째, 세 번째 항은 설명되지 않는 부분을 나타낸다.

Notes

1)

우리나라에서는 정규직과 비정규직의 공식적인 정의와 실제 현장에서의 정의가 다소 다르다는 점에 유의할 필요가 있다. 즉, 실제 현장에서는 고용의 안정은 보장되었으나 다른 정규직 근로자들과 임금 및 승진 등에서 차별을 경험하는 ‘정규직이 아닌 무기계약직’의 범주가 널리 사용된다. 그러나 현재도 공식적으로 사용되는 정의에서, ‘정규직이 아닌 무기계약직’은 정규직으로 분류되고 있다. 다만, 무기계약직’의 두드러진 증가가 주로 공공영역에서 나타나기 때문에 민간부문의 고용비중이 큰 우리나라에서는 이와 같은 모호함은 작을 것으로 기대할 수 있다. 이에 대한 보다 상세한 설명은 최요한(2020)을 참조하길 바란다.

2)

완충재고모델(buffer stock model, Booth et al., 2002)에 의하면 무기계약(permanent contracts)과 유기계약(temporary contracts) 간의 고용안정성의 차이는, 기업으로 하여금 보다 핵심적인 업무는 무기계약에게, 잔여적인 업무는 유기계약에게 담당시킬 유인을 발생시킴으로써 유기계약직이 낮은 임금을 경험하고 양질의 인적자본의 축적의 기회에서 배제될 수 있다고 주장한다.

3)

이 외에도, 파견고용은 임금고용형태를 구분하는 주요한 범주 중 하나이다. 다만, 본 연구에서는 해당 범주가 차지하는 비중이 매우 적어 유의미한 분석이 어렵다고 판단되어 추가적인 범주로 고려하지 않았다.

4)

Blinder-Oaxaca 분해법에 대한 세부 내용은 [부록]에 첨부하였다.

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